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Revista de Psicodidáctica, 2017, 22(1), XX-XX
www.ehu.es/revista-psicodidactica
ISSN:1136-1034 eISSN:2254-4372
UPV-EHU
DOI: 10.1387/RevPsicodidact.15702
Multidimensionalidad de la competencia social: Medición del
constructo y su relación con los roles del bullying
Olga Gómez-Ortiz*, Eva M. Romera*, y Rosario Ortega-Ruiz*,**
*
Universidad de Córdoba (España) **Universidad de Greenwich (Reino Unido)
Resumen
Los objetivos de este trabajo fueron dos: validar el Cuestionario Multidimensional de Competencia Social
para Adolescentes (AMSC-Q) y examinar la competencia social de los distintos implicados en acoso
escolar. La muestra representativa estuvo compuesta por cuatro mil cuarenta y siete (4047) escolares
andaluces de educación secundaria (48.2% niñas). Se utilizaron dos instrumentos: AMSC-Q y el
European Bullying Intervention Project Questionnaire (EBIPQ). El AMSC-Q reflejó una estructura de
cinco factores (conducta prosocial, ajuste social, ajuste normativo, reevaluación cognitiva, y eficacia
social) y mostró una adecuada fiabilidad y validez. Las víctimas presentaron una mayor conducta
prosocial y ajuste normativo, aunque un ajuste social y eficacia social baja. Los agresores y agresores
victimizados mostraron un peor ajuste normativo y menos desarrollada reevaluación cognitiva, aunque
similar ajuste social y percepción de eficacia social. Se discuten las características en términos de
competencia social de los implicados o no en este fenómeno violento.
Palabras clave: competencia social, propiedades psicométricas, validez, fiabilidad, acoso escolar,
adolescencia.
Abstract
The aims of this paper were twofold: to validate the Adolescent Multidimensional Social Competence
Questionnaire (AMSC-Q) and to examine the social competence of those involved in bullying. The
representative sample was composed of four thousand and forty seven (4047) Andalusian secondary
school students (48.2% girls). Two measures were used: the AMSC-Q and the European Bullying
Intervention Project Questionnaire (EBIPQ). The AMSC-Q measure yielding a five-factor structure
(prosocial behaviour, social adjustment, normative adjustment, cognitive reappraisal and social efficacy)
and revealed adequate reliability and validity. Victims presented greater prosocial behaviour and
normative adjustment but low social adjustment and social efficacy. Bullies and bully victims
demonstrated worse normative adjustment and less developed cognitive reappraisal but similar social
adjustment and social efficacy. The social competence characteristics of those involved and non involved
in bullying are discussed.
Keywords: social competence, psychometric properties, validity, reliability, bullying, adolescence.
Agradecimientos: Este trabajo se produjo en el marco de los siguientes proyectos: (1) PRY040/14
financiado por la Fundación Pública Andaluza Centro de Estudios Andaluces (Ministerio de la
Presidencia, Junta de Andalucía). (2) I+D EDU2013-44627-P –Plan Nacional I+D, España. La primera
autora agradece al Ministerio de Educación, Cultura y Deporte del Gobierno de España la concesión de la
beca FPU.
Correspondencia: Olga Gómez-Ortiz, Departamento de Psicología, Universidad de Córdoba. Facultad de
Ciencias de la Educación. Avda. San Alberto Magno S/N, 14.004. Córdoba. E-mail: [email protected]
2
OLGA GÓMEZ-ORTIZ, EVA Mª ROMERA Y ROSARIO ORTEGA-RUIZ
El estudio de la competencia social, definida como la efectividad en la interacción
social, ha evolucionado considerablemente en las últimas décadas, orientándose hacia
modelos teóricos más inclusivos que tienen en cuenta el desarrollo evolutivo y van más
allá de las tradicionales habilidades sociales (Rose-Krasnor, 1997). Se ha reconocido
que la competencia social es un constructo multidimensional que incluye diferentes
dimensiones: habilidades sociales y emocionales, principalmente la prosocialidad y la
capacidad de regulación emocional; la capacidad para ajustarse a las normas,
convenciones y valores del entorno social inmediato, la percepción de aceptación por
parte de los otros o ajuste social, así como la percepción de eficacia del sujeto en la
interacción social (Dirks, Treat, y Weersing, 2007; Santos, Peceguina, Daniel, Shin, y
Vaughn, 2013). El estudio de esas dimensiones ha mostrado que la prosocialidad es una
habilidad social reconocida como un elemento básico de la competencia social que
resulta clave para promover interacciones sociales positivas (Padilla-Walker, Fraser,
Black, y Bean, 2015). Entre las habilidades emocionales, la capacidad para gestionar las
emociones propias, ha sido identificada como un elemento necesario para garantizar un
desarrollo social positivo y ajustado al entorno. Concretamente, la estrategia de
reevaluación cognitiva se muestra como una de las más efectivas y positivas, ya que
permite anticiparse a las consecuencias emocionales de una situación dada,
maximizando así los beneficios e intereses personales (Gómez-Ortiz, Romera, OrtegaRuiz, Cabello, y Fernández-Berrocal, 2016). Ser y sentirse aceptado por los iguales
resulta también un importante elemento indicativo de relaciones interpersonales
satisfactorias (Zhang et al., 2014). Además, la presencia de comportamientos ajustados
a las normas básicas de convivencia también es un elemento relevante de la
competencia social (Junttila, Voeten, Kaukiainen, y Vauras, 2006). Finalmente, es
necesario tener en cuenta la valoración del propio sentimiento de efectividad en la
interacción social como indicador de la competencia social (Connolly, 1989; Dirks et
al., 2007; Rose-Krasnor, 1997).
Los procedimientos y cuestionarios disponibles para evaluar la competencia social
adolescente evalúan a través de autoinformes algún componente de este complejo
constructo, centrándose principalmente en las habilidades personales de naturaleza
social. Este es el caso de la escala elaborada por Harter (2012), que evalúa la capacidad
para ser aceptado por los iguales, así como de la denominada Perceived Social
Competence Scale (Anderson-Butcher et al., 2014), que tiene en cuenta principalmente
las conductas prosociales. El cuestionario Adolescent Social Self-Efficacy Scale (S-EFF;
Connolly, 1989) evalúa la autoeficacia social, definida como las auto-expectativas sobre
las habilidades personales en el rendimiento de comportamientos específicos
subyacentes en las relaciones interpersonales. La escala de Actitudes y Estrategias
Cognitivas Sociales (AECS; Moraleda, González, y García-Gallo, 1998), también
incluye la medida de conductas sociales positivas relacionadas con la conformidad
social, la ayuda y colaboración, la confianza en las propias posibilidades y el liderazgo
prosocial. La denominada Social-Emotional Learning Scale (SELS; Coryn, Spybrook,
Evergreen, y Blinkiewicz, 2009) incluye tres aspectos del aprendizaje socio emocional:
articulación de metas, relaciones entre iguales y auto-regulación. No obstante, ninguno
de los instrumentos señalados contempla la valoración de las mencionadas habilidades,
los buenos resultados sociales, la propia efectividad en situaciones sociales y el ajuste
normativo juntas en el mismo cuestionario. Dichas dimensiones son consideradas
fundamentales, desde diversas perspectivas de análisis de la competencia social,
especialmente desde el punto de vista educativo (Dirks et al., 2007; Rose-Krasnor,
1997; Vaughn et al., 2009).
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MULTIDIMENSIONALIDAD DE LA COMPETENCIA SOCIAL: MEDICIÓN DEL
CONSTRUCTO Y SU RELACIÓN CON LOS ROLES DEL BULLYING
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En el contexto educativo, se ha reconocido la importancia de la competencia
social para favorecer el desarrollo social de los jóvenes. Su promoción está incluida en
muchos programas de intervención cuyo objetivo es mejorar las relaciones
interpersonales en la escuela y prevenir problemas como el bullying. En este sentido,
algunos estudios estudios han reconocido diferentes características sociales en cada uno
de los roles implicados en este fenómeno violento (Cerezo, Sánchez, Ruiz, y Arense,
2015; Romera, Cano, García-Fernández, y Ortega-Ruiz, 2016). Sin embargo, estas
investigaciones han tomado en cuenta solo algunas de las dimensiones de la
competencia social. Centrándonos en el rol de la víctima, los estudios actuales revelan
una tendencia similar en la falta de habilidades sociales, principalmente asertividad, y
aceptación por parte de los iguales (Fox y Boulton, 2005; Sentse, Kretschmer, y
Salmivalli, 2015). No es tan claro el perfil social de los agresores, ya que mientras
algunos estudios los señalan con problemas de ajuste, otros los describen como
aceptados socialmente o con gran estatus sociométrico (MacEvoy y Leff, 2012;
Reijntjes et al., 2013; Wang et al., 2012). En este sentido, se asume que la conducta
agresiva y dominante reporta beneficios sociales de popularidad, lo que proporciona a
los agresores a su vez, la motivación para mantener su conducta prepotente, que no
responde tanto con un déficit en habilidades sociales (Berger y Caravita, 2016; Olthof,
Goossens, Vermande, Aleva, y van der Meulen, 2011). Desde el punto de vista de la
vida emocional, las víctimas se describen con ciertas dificultades de reconocimiento,
expresión y comprensión emocional, mientras que los agresores parecen tener
problemas vinculados a la regulación emocional (Elipe, Ortega, Hunter, y del Rey,
2012). Los agresores victimizados parecen mostrar los niveles más bajos de aceptación
social y habilidades socio-emocionales (Cerezo et al., 2015).
Entender la relación entre el bullying y la competencia social requiere disponer de
instrumentos concisos que evalúen la competencia social en la edad adolescente de
forma válida y fiable, incluyendo todos los componentes presentes en su definición
operacional. El primer objetivo de este estudio ha sido elaborar una medida válida y
fiable de percepción de la competencia social para adolescentes. El segundo propósito
fue analizar las diferencias en competencia social entre los distintos roles implicados
directa e indirectamente en bullying (agresores, agresores victimizados, víctimas y no
implicados). Las hipótesis fueron dos:
1. El instrumento diseñado mostrará propiedades psicométricas aceptables y
una estructura factorial coherente con las cinco dimensiones teóricas
identificadas.
2. Existirán diferencias entre las distintas dimensiones de competencia social
en cada uno de los roles del fenómeno bullying.
Método
Participantes
La población de referencia para la realización de este estudio ha sido el conjunto
de alumnos y alumnas que cursan la Educación Secundaria Obligatoria (ESO) en
Andalucía (Comunidad Autónoma situada al sur de España). Para proceder a la
selección de la muestra, se llevó a cabo un muestreo probabilístico aleatorio,
estratificado, por conglomerados, monoetápico con afijación proporcional (Cea
D´Ancona, 2004). Los estratos que se establecieron fueron la zona geográfica
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OLGA GÓMEZ-ORTIZ, EVA Mª ROMERA Y ROSARIO ORTEGA-RUIZ
(Andalucía Occidental y Oriental), la titularidad del centro (público y privado) y el
número de habitantes del municipio en el que se encontraba el mismo (menos de
10.000; entre 10.001 y 100.000 y más de 10.000 habitantes, lo que corresponde a
municipios pequeños, medianos y grandes). Todas las categorías de los estratos son
índices relevantes en España.
La muestra final quedó integrada por 4047 escolares (48.2% chicas) que formaban
parte de 39 institutos de Educación Secundaria. La edad de los estudiantes estaba entre
12 y 19 años (M = 14.58; DT = 1.45). Un 35.6% de los jóvenes pertenecían a pueblos
pequeños, un 32.8 a municipios medianos y un 31.6% a grandes ciudades. Por otro lado,
el 64.1% del alumnado formaba parte de centros públicos y el 35.9% de centros
privados.
Instrumentos
Cuestionario Multidimensional de competencia social para adolescentes
(Adolescent Multidimensional Social Competence Questionnaire; AMSC-Q). Este
cuestionario se compone de 26 ítems que se responden a través de una escala tipo Likert
1-7 (1 = totalmente falso; 7 = totalmente verdadero. Estos ítems evalúan cinco dominios
fundamentales de la competencia social: prosocialidad; regulación emocional;
percepción de eficacia social; ajuste social entre iguales y ajuste normativo. Para la
elaboración de este instrumento se han tenido en cuenta los ítems y escalas de diversos
cuestionarios: Adolescent Social Self-Efficacy Scale (Connolly, 1989), Cuestionario de
Convivencia Escolar (Ortega, Del Rey, y Sánchez, 2011) y Emotion Regulation
Questionnaire (ERQ; Gómez-Ortiz et al., 2016).
European Bullying Intervention Project Questionnaire (EBIPQ; Ortega-Ruiz, Del
Rey, y Casas, 2016). Autoinforme compuesto por 14 ítems tipo Likert de cinco
opciones (0 = no; 1= si, una o dos veces; 2 = si, una o dos veces al mes; 3 = si,
alrededor de una vez a la semana; y 4 = si, más de una vez a la semana). Cuenta con
dos factores: victimización, compuesto por 7 ítems (ej.: “alguien me ha pegado, pateado
o empujado”) y agresión, también compuesto por 7 ítems (ej.: he amenazado a alguien).
La consistencia interna de la escala de agresión (Ω = .86) y victimización (Ω = .86) y
del cuestionario total (Ω = .89), evaluada a través del Omega de McDonald, fue
adecuada en este estudio.
Procedimiento
Previamente a la recogida de los datos, el consentimiento informado fue obtenido
de las familias de los estudiantes. Los escolares fueron informados del carácter
anónimo, confidencial y voluntario de su participación. El concepto de bullying fue
explicado en clase, aclarando las tres características definitorias (Olweus, 1999). El
tiempo medio de cumplimentación del cuestionario osciló entre 20 y 30 minutos.
La recogida de datos se desarrolló en dos fases. Una primera recogida se llevó a
cabo utilizando una muestra representativa de la población andaluza (n = 2060) para
estudiar las propiedades psicométricas del cuestionario diseñado y seleccionar los ítems
definitivos. La primera versión del cuestionario estaba compuesta por 50 ítems. La
estructura dimensional de la versión definitiva del AMSC-Q (con 26 ítems) fue validada
utilizando una segunda representativa muestra de la región (n = 1987). Esta segunda
muestra se usó también para testar la validez y fiabilidad del cuestionario. En relación al
segundo objetivo, se utilizaron las dos muestras (N = 4047). La primera muestra
representativa fue recogida en el curso académico 2013-2014 y la segunda en el curso
2015-2016.
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MULTIDIMENSIONALIDAD DE LA COMPETENCIA SOCIAL: MEDICIÓN DEL
CONSTRUCTO Y SU RELACIÓN CON LOS ROLES DEL BULLYING
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El estudio no fue revisado por ninguna comisión porque los diseños de
investigación retrospectivos no necesitan ser aprobados por ningún comité ético.
Análisis de datos
Se observó una falta de aleatoriedad en los datos perdidos, patrón MNAR (prueba
MCAR de Little: 2484.9 (1936); p < .001). Sin embargo, como el porcentaje de valores
perdidos para cada variable osciló entre 0.3% y 1%, se decidió ejecutar los análisis sin
esos datos (Bennet, 2001). N fue especificado en todos los análisis.
Para la validación del cuestionario, la primera muestra representativa se dividió en
dos partes, tomando el género como variable de selección, con un número proporcional
de chicas y chicos. Para obtener evidencia de la dimensionalidad del AMSC-Q y
seleccionar los ítems finales, se desarrollaron Análisis Factoriales Exploratorios (AFE),
utilizando el software Factor 9.3 y seleccionando el método de estimación Unweighted
Least-Squares (ULS) y en base a la matriz de correlaciones policóricas, recomendada
cuando se trabaja con muestras que siguen una distribución no normal e ítems ordinales
(Bryant y Satorra, 2012). Se ofrecen las diferentes matrices patrón en los resultados,
donde se justifica la elección del método de rotación ortogonal (weighted varimax) u
oblícuo (promin) para la interpretación de los resultados del AFE.
Se eliminaron aquellos ítems con un peso factorial en el AFE inferior a .32 y una
comunalidad inferior a .32 y con elevadas saturaciones en distintos factores
(Worthington y Whittaker, 2006).
El número de factores a retener se decidió tomando en cuenta las
recomendaciones del Método Hull, la comparación de resultados del diferentes AFC
con distinto número de factores y las consideraciones teóricas previas (Lorenzo-Seva,
Timmerman, y Kiers, 2011).
Para corroborar la estructura factorial arrojada por el AFE, se realizó un Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC) usando el método de estimación Weighted Least Squares
(DWLS), que se recomienda cuando se trabaja con amplias muestras que siguen una
distribución no normal (coefficient de Mardia normalizado = 122.73; p ≤ .001) y la
distribución univariada de los ítems es asimétrica o muestra excesiva curtosis (como se
refleja en la tabla 1; Byrne, 2014; Flora y Curran, 2004) El ajuste del modelo se evaluó
considerando el valor de significatividad del Chi cuadrado de Satorra-Bentler (S-Bχ2) valores mayores a .01 indican un buen ajuste-, Comparative Fit Index (CFI), Nonnormed Fit Index (NNFI) -valores iguales o superiores a .95 indican un buen ajuste- ,
Standarized Root Mean Square Residual (SRMR) y Root Mean Square Error of
Approximation (RMSEA) –valores inferiores a .08 indican un buen ajuste- y Expected
Cross-Validation Index (ECVI) –mejor cuando el valor es más pequeño comparado con
otros modelos- (Byrne, 2014; Hu y Bentler, 1999). Este análisis se ejecutó con el
programa Lisrel 9.1.
La validez convergente fue examinada revisando el valor de las cargas factoriales
estandarizadas (valores mayores de .40 indican que el ítem es fiable; Worthington y
Whittaker, 2006) y su significatividad estadística (el valor t-student del ítem debe ser
mayor que el valor crítico de t). Para estimar la fiabilidad de constructo la validez
compuesta (FC), la fiabilidad máxima (FM; coeficiente H de Hancock y Mueller), el
coeficiente Omega de McDonald (Ω) y el Alfa de Cronbach (α) de cada dimensión fue
calculado. El punto de corte para esos índices es .70 (Geldhof, Preacher, y Zyphur,
2014).
La validez discriminante fue examinada comparando la media de la varianza
media extractada (VME) entre pares de variables latentes con la varianza compartida –
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OLGA GÓMEZ-ORTIZ, EVA Mª ROMERA Y ROSARIO ORTEGA-RUIZ
cuadrado de la correlación entre pares de variables-. Si la primera es mayor que la
última, el cuestionario mostrará una buena validez discriminante (Fornell y Larcker,
1981). Finalmente, para examinar la estabilidad temporal del instrumento, se utilizó el
coeficiente de correlación de Spearman.
Con respecto al segundo objetivo, se realizaron análisis no paramétricos (H de
Kruskal Wallis y U de Mann-Whitney) para analizar las diferencias en competencia
social entre los distintos roles del bullying. El efecto del tamaño de la muestra se estimó
con la fórmula r = Z/ . Estos análisis se realizaron con el programa SPSS 18.0. Para
calcular los roles de implicación en bullying, se utilizó el cuestionario EIBPQ. Se
consideraron los criterios de frecuencia de participación y repetición de acuerdo con
Olweus (1999). Las víctimas fueron identificadas cuando se obtuvieron puntuaciones
mayores o iguales a 2 (una vez al mes) en cualquiera de los ítems de victimización y
puntuaciones iguales o menores que 1 (una o dos veces) en todos los ítems de agresión.
Los agresores fueron aquellos que marcaron 2 o más (una vez al mes) en algún ítem de
agresión y 1 o 0 (una o dos veces o nunca) en todos los ítems de victimización. Los
agresores victimizados puntuaron igual o mayor a dos (una vez al mes) en cualquier
ítem de la dimensión agresión y victimización. Los no implicados fueron considerados
aquellos que obtuvieron una puntuación menor o igual que 1 (una o dos veces) tanto en
los ítems de agresión como en los de victimización.
Resultados
La medida de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), con un valor de
.90 y el test de esfericidad de Barlett, estadísticamente significativo, χ2 (325) = 8301.5;
p < .01, confirmaron la pertinencia de realizar un AFE. Además, el método Hull
recomendó extraer cinco factores. El porcentaje total de varianza explicada con el
modelo de cinco factores fue del 62.28%. Los resultados sobre la interpretación del
AFE fueron muy similares tomando el método de rotación promin o weighted varimax,
siendo la solución ofrecida por el método promin más parsimoniosa porque había
menos ítems que saturaban alto en distintos factores (ver Tabla 1). Por lo tanto, la
interpretación del AFE, se realizó partiendo de la solución ofrecida por el método de
rotación promin.
El factor uno, que se denominó “reevaluación cognitiva”, explicó un 32.22% de la
varianza y estaba compuesto por cuatro ítems que describen la capacidad de regular la
emoción, a través de la modificación cognitiva sobre la situación vinculada a la
generación del sentimiento. El factor dos, denominado “ajuste social”, explicó un
11.26% de la varianza y estaba constituido por ocho ítems relativos a la percepción de
aceptación social y amistad, así como la propia actitud de integración ante las
interacciones sociales. El factor tres, denominado “prosocialidad”, explicó el 8.10% de
la varianza y estaba compuesto por ocho ítems que hacían alusión al ofrecimiento de
distintos tipos de ayuda a los iguales. El factor cuatro se denominó “eficacia social” y
explicó un 6.12% de la varianza. Estaba compuesto por cuatro ítems que hacían alusión
a la percepción de eficacia del sujeto en diferentes relaciones sociales. El factor cinco,
“ajuste normativo”, explicó un 4.56% de la varianza y se compuso de cinco ítems que
hacían alusión al cumplimiento de normas de convivencia generales y específicas del
ámbito académico. Las comunalidades oscilaron entre .29 y .72, siendo el ajuste social y
normativo y la percepción de eficacia social, los factores que explicaron el mayor
porcentaje de varianza de sus ítems (57%, 55% and 54% respectivamente) y la
reevaluación cognitiva el factor que explicó el menor porcentaje de varianza de sus
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MULTIDIMENSIONALIDAD DE LA COMPETENCIA SOCIAL: MEDICIÓN DEL
CONSTRUCTO Y SU RELACIÓN CON LOS ROLES DEL BULLYING
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ítems (44%). El factor conducta prosocial explicó una media del 50% de varianza de sus
ítems.
Tabla 1
Items and Dimensiones del AMSC-Q con las Comunalidades y Cargas Factoriales del AFE y los Pesos
Factoriales Estandarizados del AFC (R2), Valores de Normalidad y Curtosis y Autovalores
F1
.35*
.47**
.41°
F2
.06*
.29**
.27°
F3
.08*
.29**
.16°
F4
.06*
.36**
.11°
F5
.17*
.36**
.11°
Co.
.29
N
.90
C
.10
R2
.71
-.02*
.17**
.07°
-.05*
.13**
0.8°
-.02*
.18**
.09°
.57*
.63**
.04°
.69*
.71**
.07°
.82*
.80**
.02°
.74*
.78**
.19°
.82*
.80**
.08°
.55*
.69**
.19°
.76*
.77**
.11°
.77*
.71**
.10°
-.04*
.33**
.39°
.10*
.44**
.10°
-.00*
.12**
.03°
-.04*
.08**
-.00°
-.03*
.11**
.02°
.26*
.49**
.41°
.16*
.48**
.36°
.10*
.47**
.34°
-.02*
.43**
.25°
-.00*
.41**
.26°
.04*
.43**
.27°
-.15*
.32**
.15°
-.12*
.30**
.15°
.57*
.66**
.56°
.69*
.69**
.66°
-.07*
.22**
.02°
-.01*
.23**
-.01°
.08*
.28**
.03°
-.12*
.32**
.51°
-.12*
.38**
.60°
-.10*
.41**
.70°
.04*
.54**
.66°
.00*
.47**
.71°
.16*
.55**
.53°
.15*
.55**
.67°
.00*
.43**
.65°
.00*
.37**
.07°
.00*
.30**
.19°
-.02*
.17**
-.02°
-.01*
.17**
.00°
-.01*
.18**
.09°
-.05*
.15**
.08°
-.01*
.19**
.11°
-.07*
.14**
.16°
.09*
.30**
.26°
.00*
.19**
.23°
.05*
.30**
.30°
.01*
.21**
.34°
.04*
.18**
.22°
.24*
.50**
.07°
-.10*
.22**
.08°
.55
.47
.45
.69
.57
.42
.41
.69
.38
.57
.41
.59
.45
.91
.55
.56
.54
1.30
1.49
.68
.66
.98
.60
.68
.62
1.08
1.14
.74
.64
1.25
1.08
.68
.50
1.14
1.04
.65
.63
1.34
1.92
.65
.52
2.17
4.72
.51
13. Si un compañero/a está muy
agobiado y no le da tiempo a
terminar el trabajo, lo ayudo
14. Reacciono para defender a un
compañero/a del que hacen bromas o
se meten con él/ella
.77*
.73**
.73°
.78*
.74**
.75°
.60*
.61**
.60°
.02*
.18**
.11°
.06*
.25**
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.00*
.20**
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-.00*
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.15°
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-.00*
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.01*
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.03*
.12**
.03°
.49
1.14
.69
.50
.49
1.08
.74
.48
15. Cuando un compañero/a o
amigo/a está triste, lo consuelo para
que se sienta mejor
16. Si veo que un compañero/a se
siente solo, lo ayudo a integrarse a
mi grupo de amigos/as
-.00*
.15**
.05°
-.04*
.12**
.02°
.07*
.42**
.19°
-.17*
.27**
.29°
.75*
.76**
.71°
.71*
.69**
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-.09*
.29**
.16°
.10*
.34**
-.01°
.00*
.32**
.02°
.08*
.40**
.11°
.58
1.87
3.78
.70
.50
.82
.22
.56
Item
1. Cuando me enfrento a
una
situación estresante, intento pensar
en ella de un modo que me ayude a
mantener la calma
2. Cuando quiero incrementar mis
emociones positivas, cambio mi
manera de pensar sobre la situación
3Controlo mis emociones cambiando
mi forma de pensar sobre la situación
en la que me encuentro
4. Cuando quiero reducir mis
emociones negativas, cambio mi
manera de pensar sobre la situación
5. Mis compañeros/as o amigos/as
acuden a mi cuando tienen algún
problema
6. Mis compañeros/as o amigos/as
me ayudan cuando los necesito
7. Mis compañeros se interesan por
mí
8. Mis compañeros se sienten a gusto
trabajando conmigo
9. Mis compañeros/as o amigos/as
cuentan conmigo cuando hay que
organizar alguna actividad
10. Me uno a las actividades que
realizan los demás
11.
Caigo
bien
compañeros/as
entre
mis
12. Siento que tengo amigos
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8
OLGA GÓMEZ-ORTIZ, EVA Mª ROMERA Y ROSARIO ORTEGA-RUIZ
17. Ayudo a los compañeros/as que
tienen algún problema físico (pierna
escayolada, silla de ruedas, etc.) en
su día a día
18. En las relaciones con mis
amigos/as y compañeros de clase,
siento que hago las cosas bien (me
siento eficaz)
19. En las relaciones con mis
profesores/as, siento que hago las
cosas bien (me siento eficaz)
.04*
.22**
.13°
-.00*
.39**
.24°
.60*
.66**
.58°
.08*
.38**
.11°
.04*
.37**
.13°
.45
.91
.36
.54
.10*
.35**
.28°
.24*
.56**
.13°
-.04*
.30**
.14°
.55*
.66**
.33°
-.10*
.25**
.52°
.50
.94
.90
.70
-.03*
.27**
.16°
-.10*
.36**
.37°
.04*
.29**
.10°
.76*
.73**
.09°
.12*
.45**
.61°
.55
.73
.02
.61
20. En las relaciones con mis
familiares, siento que hago las cosas
bien (me siento eficaz)
21. En las relaciones con otros
adultos o personas mayores, siento
que hago las cosas bien (me siento
eficaz)
22. Dejo trabajar a los demás sin
molestarlos
-.05*
.25**
.15°
.04*
.32**
.23°
-.03*
.44**
.23°
-.01*
.47**
.23°
-.00*
.30**
.14°
.13*
.41**
.26°
.83*
.76**
.16°
.68*
.72**
.17°
-.06*
.33**
.67°
-.06*
.36**
.57°
.58
1.18
1.04
.62
.53
1.17
1.47
.63
.04*
.25**
.14°
.00*
.22**
.09°
-.02*
.23**
.09°
.02*
.24**
.11°
-.05*
.24**
.10°
8.37
.12*
.29**
.55°
-.03*
.12**
.76°
-.18*
.17**
.83°
-.03*
.22**
.65°
.07*
.27**
.71°
2.92
.00*
.33**
.14°
-.05*
.28**
.06°
-.11*
.28**
.03°
.21*
.47**
.28°
.03*
.39**
.17°
2.10
.01*
.38**
.14°
-.03*
.34**
-.01°
.05*
.42**
.01°
-.03*
.37**
.02°
-.00*
.42**
.09°
1.59
.54*
.60**
.09°
.82*
.77**
.02°
.88*
.84**
.10°
.62*
.70**
.04°
.71*
.74**
.08°
1.18
.38
1.28
1.32
.61
.60
.81
.18
.52
.72
1.02
.47
.62
.52
1.38
1.54
.64
.56
1.72
2.95
.68
23. Pido la palabra y espero turno
para hablar
24. Cumplo las normas
25. Respeto la opinión de los demás
aunque no la comparta
26. Cuido el material
instalaciones del centro
y
las
Autovalor
n = 823
Note. Co. = comunalidades; N = normalidad; C = curtosis. * = Coeficientes patrón en método de rotación
promin; ** = Coeficientes de estructura en método de rotación promin; ° = Coeficientes patrón en método
de rotación varimax.
Los resultados del AFC desarrollado en la segunda submuestra (n = 891)
corroboraron la estructura factorial sugerida por el AFE, mostrando los siguientes
índices de ajuste: S-Bχ2 = 870.81 (289); p = .000; NNFI = .98; CFI = .98; SRMR = .05;
RMSEA = .048; 90% intervalo de confianza de RMSEA: .044-.051; ECVI = 1.12.
Asimismo, todas las cargas factoriales y las correlaciones entre los factores fueron
estadísticamente significativas.
Para confirmar la bondad de ajuste del modelo, otros modelos alternativos fueron
testados y comparados con el mismo. Específicamente este modelo fue comparado con
otro unidimensional, en el cual el ajuste fue claramente peor e inadecuado (S-Bχ2 =
5487.77 (299); p = .000; NNFI = .80; CFI = .82; SRMR = .12; RMSEA = .14; 90%
intervalo de confianza de RMSEA = .14 - .014; ECVI = 6.28) y con un modelo
jerárquico que mostró un ajuste peor comparado con el primer modelo (S-Bχ2 = 897.00
(289); p = .000; NNFI = .97; CFI = .97; SRMR = .05; RMSEA = .048; 90% intervalo de
confianza de RMSEA = .044-.051; ECVI = 1.34). Estos resultados confirmaron que el
modelo de cinco factores correlacionados era el más parsimonioso y ofrecía el mejor
ajuste. De acuerdo con dicho modelo, se llevó a cabo un AFC en la segunda muestra
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MULTIDIMENSIONALIDAD DE LA COMPETENCIA SOCIAL: MEDICIÓN DEL
CONSTRUCTO Y SU RELACIÓN CON LOS ROLES DEL BULLYING
9
representativa total (n = 1746). El ajuste del modelo fue óptimo (S-Bχ2 = 1492.87 (289);
p < .001; NNFI = .99; CFI = .99; SRMR = .04; RMSEA = .049; 90% intervalo de
confianza de RMSEA: .046 - .051; ECVI =.93). Además, los ítems mostraron elevadas
cargas factoriales con bajos errores de medida (ver Figura 1), siendo todos los pesos
factoriales estandarizados mayores de .45 y estadísticamente significativos (ver Tabla
1).
.75
.29
E1
.31
E2
.31
E3
.41
E4
item 1
.82
.84
.50
item 2
.83
item 3
.83
Reevaluación
cognitiva
.83
.86
Ajuste social
.70
.70
.55
Comportamiento
prosocial
.84
item 13
item 14
item 15
.75
.73
.73
item 16
item 17
.68
E 19
E 20
E 21
.39
.38
.37
.50
.52
.30
.44
.46
E 13
item 12
E 15
item 20
item 21
.32
.26
.32
.35
.35
E6
E7
E8
E9
E 10
E 11
.49
E 12
.61
.51
E 16
E 17
.60
.84
.65
Eficacia social
.32
E5
E 14
.78
.78
.44
.72
.72
item 19
item 10
item 11
.69
item 18
item 8
item 9
.52
E 18
item 7
.80
.81
.30
item 6
.82
.77
item 4
item 5
Ajuste normativo
.79
item 22
item 23
item 24
.80
.79
.79
.83
item 25
item 26
.39
.48
.38
.36
.32
Figura 1. Coeficientes estandarizados del AFC de los ítems del cuestionario AMSC-Q.
Con respecto a la validez convergente, los valores de FC, FM, alfa de Cronbach y
Omega de McDonald fueron superiores a .77 en todos los factores. Las correlaciones
test-retest de Spearman mostraron valores significativos, positivos y comprendidos
entre .35 y .74. En relación a la validez discriminante, la mitad de los pares de factores
mostraron una VME media mayor que su varianza compartida (ver Tabla 2), lo que
indicaba la adecuada validez discriminante de los mismos. Sin embargo, la varianza
compartida entre los factores conducta prosocial, eficacia social percibida y ajuste social
y normativo fue mayor que su VME media, aunque el tamaño del efecto de las
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E 22
E 23
E 24
E 25
E 26
10
OLGA GÓMEZ-ORTIZ, EVA Mª ROMERA Y ROSARIO ORTEGA-RUIZ
correlaciones no fue demasiado elevado (r > .65 and < .73) como se muestra en la figura
1.
Tabla 2
Análisis de Fiabilidad y Validez del AMSC-Q
CP
RC
ES
SA
NA
Total
FC
.77
.84
.81
.90
.82
FM (Coeficiente H)
.86
.88
.87
.93
.89
Omega de McDonald’s
.85
.87
.86
.93
.88
.94
Alfa de Cronbach
.82
.85
.84
.91
.85
.93
Correlación test-retest
.660**
.357**
.515**
.696**
.748**
.706**
VME
.31
.44
.40
.41
.37
Validez discriminante
CP-RC
RC-ES
ES-AS
AS-AN
AN-CP
Varianza compartida
(.26 vs.
(.30 vs.
(.53 vs.
(.26 vs.
(.36 vs
(cuadrado de la
.37)
.64)
.40)
.39)
.34
correlación entre dos
CP-ES
RC-AS
ES-AN
AS-CP
AN-RC
factores) and media de la
(.46 vs.
(.25 vs.
(.42 vs.
(.47 vs.
(.37 vs
VME de dos constructos
.35)
.42)
.38)
.36)
.40)
Nota. FC = Fiabilidad compuesta; FM = fiabilidad máxima; VME = Varianza media extractada; CP =
Comportamiento prosocial; RC = Reevaluación cognitiva; ES = Eficacia social; AS = Ajuste social; AN =
Ajuste normativo. ** p < .01.
Con respecto al segundo objetivo, en primer lugar se calculó la prevalencia del
bullying: el 38.2% de los escolares se encontraba implicado en este fenómeno violento
(19.4% victimas, 6.3% agresores, 12.5% agresores victimizados) y el 61.8% no estaba
implicado. El test H de Kruskal Wallis indicó diferencias estadísticamente significativas
en todas las dimensiones de la competencia social entre los distintos roles de la
dinámica bullying (ver Tabla 3). Los análisis a posteriori realizados mediante la prueba
U de Mann-Whitney a través de pares de comparaciones demostraron que en la
dimensión prosocialidad, dichas diferencias se encontraron entre los víctimas y el resto
de roles, siendo las víctimas las que mostraron mayor conducta prosocial. Los
estudiantes no implicados también se diferenciaron de los agresores y agresores
victimizados destacando la mayor prosocialidad de los primeros. Asimismo, se
encontraron mayores valores promedios en agresores victimizados que en agresores. En
cuanto a la reevaluación cognitiva, los agresores y agresores victimizados se
diferenciaron de los no implicados en bullying, mostrando el menor dominio de esta
estrategia de regulación emocional. Se hallaron diferencias estadísticamente
significativas en la eficacia social entre los implicados y los no implicados en el
fenómeno bullying, siendo estos últimos los que mostraron la visión más positiva. Con
respecto al ajuste social, las diferencias aparecieron entre los no implicados y el resto de
roles, destacando el mayor ajuste social de los no implicados. Finalmente, los agresores,
seguidos de los agresores victimizados fueron los que menor ajuste a las normas
demostraron, diferenciándose del resto de roles. El tamaño del efecto de las diferencias
fue bajo.
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MULTIDIMENSIONALIDAD DE LA COMPETENCIA SOCIAL: MEDICIÓN DEL
CONSTRUCTO Y SU RELACIÓN CON LOS ROLES DEL BULLYING
11
Tabla 3
Test H de Kruskall Wallis sobre las Diferencias de Medias en las Dimensiones de Competencia Social
entre los Implicados en Bullying
Variable/
Rol bullying
C. Prosocial
No implicado
Agresor
Víctima
Agr.
victimizado
Reevaluación
cognitiva
No implicado
Agresor
Víctima
Agr.
victimizado
Eficacia social
No implicado
Agresor
Víctima
Agr.
victimizado
Ajuste social
No implicado
Agresor
Víctima
Agr.
Victimizado
Ajuste
normativo
No implicado
Agresor
Víctima
Agr.
Victimizado
N
M
2383
239
739
472
5.57
4.97
5.63
5.15
2349
235
731
465
4.96
4.66
4.83
4.72
2374
238
747
471
5.50
5.15
5.26
5.14
2321
235
717
459
5.32
5.05
4.9
4.98
2349
235
731
465
5.73
4.89
5.68
5.13
X2(gl)
104.09(3)
18.78(3)
p
.000
Comparación
U MannWhitney
p
r
NI-A
NI-AV
V-AV
A-V
A-AV
201818.00
451628.50
134116.00
59848.00
51183.50
.000
.000
.000
.000
.043
.14
.12
.19
.24
NI-V
NI-A
492537.50
242632.00
.001
.002
.06
.06
.07
.000
53.3(3)
.000
NI-V
NI-AV
NI-A
794919.00
465109.00
236160.00
.000
.000
.000
.07
.10
.08
82.91(3)
.000
NI-AV
NI-A
NI-V
442247.50
234427.00
673159.00
.000
.000
.000
.10
.07
.14
162.08(3)
.000
NI-AV
NI-A
B-V
A-AV
385809.00
177329.00
56738.50
123403.50
.000
.000
.000
.000
.18
.17
.25
.22
V-AV
49160.00
.037 .07
Nota. C = Comportamiento; Agr. = agresor; M = Mean; NI = No implicado; A = Agresor; V = Víctima;
AV = Agresor victimizado.
Discusión
Este trabajo ha tenido dos objetivos: analizar las propiedades psicométricas de una
medida multidimensional de competencia social para adolescentes y examinar la
relación entre la competencia social y la implicación en bullying.
El AMSC-Q resultó ser una medida válida y fiable para evaluar la competencia
social tal y como se hipotetizó. El instrumento diseñado incluye un conjunto de
dimensiones que no habían sido incluidas antes en otros instrumentos de competencia
social aunque son parte de su definición, como la eficacia social y la consideración de
normas que garantizan el respeto y la consideración de los otros (Dirks et al., 2007;
Rose-Krasnor, 1997).
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En relación al segundo objetivo, los resultados mostraron diferencias en
competencia social entre los distintos roles del bullying, en la línea de lo establecido en
la segunda hipótesis. Las víctimas fueron las que se percibieron más prosociales y
ajustadas a la normas. Además mostraron bajo ajuste y eficacia social. La literatura
previa también ha reconocido la falta de ajuste social de las víctimas (Cerezo et al.,
2015; MacEvoy y Leff, 2012). Esta vulnerabilidad social, les convierte en objetivos
fáciles para los agresores, quienes tienden a buscar víctimas débiles con poca capacidad
para defenderse (Berger y Caravita, 2016). La baja percepción de ajuste social también
ha sido recocida en los agresores victimizados, quienes normalmente son chicas y
chicos que desarrollan comportamientos agresivos en respuesta al estrés generado por el
rechazo de los iguales (Romera et al., 2016). Los agresores mostraron, al igual que los
roles anteriores, bajo ajuste social. Este resultado coincide con algunos estudios
anteriores (Wang et al., 2012) aunque no con otros que les atribuyen cierto prestigio
social (Olthof et al., 2011; Salmivalli, 2010). Esta controversia podría ser explicada por
la medida de ajuste social utilizada. En este sentido, los agresores puros pueden mostrar
resultados positivos en ciertas medidas de ajuste social, como la popularidad o el estatus
sociométrico (Reijntjes et al., 2013), aunque no obtengan un aceptación social real,
como ya fue demostrado por Sentse et al. (2015). Estos resultados son apoyados por la
percepción negative de eficacia social mostrada por todos los implicados en bullying,
que indica que, en última instancia, son conscientes de su dificultad para establecer
relaciones positivas, siendo este problema un probable factor de riesgo que favorece su
implicación en el fenómeno bullying (McQuade, Achufusi, Shoulberg, y Murray-Close,
2014). Los no implicados destacaron sobre el resto no solo en su ajuste y eficacia social,
sino también en sus habilidades sociales y emocionales y su ajuste normativo. En
relación a esta última dimensión, los resultados parecen alertarnos de que la conducta
prosocial y el ajuste a las normas de convivencia no parecen proteger a la víctima de ser
elegida como cabeza de turco de los movimientos maquiavélicos del agresor (Berger y
Caravita, 2016). Factores relacionados con las convenciones implícitas que se generan
dentro del grupo de iguales pueden estar explicando que conductas antisociales sean
premiadas con el reconocimiento de los demás, mientras que los rasgos de prosocialidad
y adherencia a las normas de convivencia de las que se impregnan las víctimas, estén
castigando a las mismas a su aislamiento a través del rechazo del grupo de iguales
(Salmivalli, 2010).
En conclusión, los resultados analizados han demostrado que el AMSC-Q resulta
una medida multidimensional breve, válida y fiable, que evaluando la propia percepción
de eficacia social, ajuste social y normativo, la prosocialidad y la estrategia de
reevaluación cognitiva, ofrece perfiles diferenciales de implicados y no implicados en
acoso escolar.
Este trabajo tiene la limitación relacionada con la validez del cuestionario, que ha
sido analizada con una muestra española únicamente, por lo que se hace necesario
demostrar sus propiedades psicométricas en otros contextos culturales. En relación a la
validez discriminante, algunas dimensiones mostraron una elevada relación entre ellas.
Sin embargo, el moderado tamaño del efecto de las mismas, que sugiere la ausencia de
multicolinealidad, y las buenas propiedades psicométricas restantes, apoyan su
validación y uso aunque esta limitación será revisada en futuros estudios.
Como futuras líneas de investigación proponemos establecer relaciones de
causalidad a través de un estudio longitudinal que pueda explicar la relación de
causalidad entre la competencia social y la implicación en este fenómeno violento.
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MULTIDIMENSIONALIDAD DE LA COMPETENCIA SOCIAL: MEDICIÓN DEL
CONSTRUCTO Y SU RELACIÓN CON LOS ROLES DEL BULLYING
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Olga Gómez Ortiz es doctora y miembro del equipo de investigación LAECOVI.
Consiguió una beca FPU para trabajar en el Departamento de Psicología de la
Universidad de Córdoba (España). Su línea de investigación se focaliza en el
análisis de los estilos educativos y la competencia social como factores de riesgo
y protección del ajuste psicosocial adolescente, especialmente en relación a la
implicación en bullying y a la ansiedad social.
Eva M. Romera es Profesora Contratada Doctora (acreditada a Profesora Titular) en el
Departamento de Psicología de la Universidad de Córdoba (España) e
investigadora en el equipo de investigación LAECOVI. Además, es la directora
del Máster oficial en Psicología aplicada a la Educación y al Bienestar Social. Sus
líneas de investigación están relacionadas con la competencia social y la calidad
de las relaciones interpersonales. Actualmente lidera un proyecto de investigación
dirigido al estudio longitudinal de la influencia de la competencia social en la
implicación en bullying, cyberbullying y dating violence.
Rosario Ortega-Ruiz es Catedrática en el Departamento de Psicología de la Universidad
de Córdoba (España), profesora visitante en la Universidad de Greenwich (Reino
Unido) y directora del equipo de investigación LAECOVI, en el que ha liderado
distintos proyectos de investigación Nacionales e Internacionales. Sus líneas de
investigación están focalizadas en la convivencia y prevención de la violencia. Es
la Vice-Presidenta del Observatorio Internacional de la Violencia en el medio
escolar.
Fecha de recepción: 30-01-2016
Fecha de revisión: 22-05-2015
Fecha de aceptación: 20-07-2016
Revista de Psicodidáctica, 2017, 22(1), ##-##